不确定度的评估-盘古文库

不确定度的评估

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来源：盘古文库

作者：火烈鸟

2025-09-15

不确定度的评估（精选11篇）

不确定度的评估第1篇

评估重量法测定水中悬浮物的不确定度。

2 依据及适用范围

《水质悬浮物的测定重量法》 (GB11901-89) 此方法适用于地表水、地下水、生活污水及工业废水。

3 实验步骤

实验前先将称量瓶和滤膜恒重 (两次称量的重量差≤0.2mg) ;取样时, 需将水样充分混合均匀, 用量桶量取100ml, 倒入放置好滤膜的抽滤器中, 开启真空泵, 使水样经滤膜过滤。需用蒸馏水冲洗量桶和过滤器3次, 每次10ml, 继续抽滤至干。关闭真空泵后, 打开过滤器, 用摄子小心取出带有悬浮物的滤膜, 放置已恒重过的称量瓶中, 放入103-105℃下恒温的烘箱内烘1小时, 取出转移至干燥器中, 冷却至室温, 称重。重复检测, 直至两次称量的重量差小于0.4mg。

4 计算公式

式中C:悬浮物的浓度, mg/L

A:恒重后悬浮物, 滤膜, 称量瓶重量总和, g

B:过滤前滤膜和称量瓶重量和, g

V:取样体积, ml

5 实验数据

同一样品重复测量8次, 利用公式计算所得结果如下表:

6 不确定度的来源分析

(1) 称量误差引入的不确定度。

(2) 取样体积误差引起的不确定度。

(3) 由样品测量值波动引起的不确定度。

7 不确定度分量的评估

悬浮物的质量是由抽滤前后滤膜的重量差所得, 故操作中进行了两次称量, 因公式中涉及差的运算, 计算W的不确定度只能采用标准不确定度合成, 因u (A) =u (B) =u (m) =0.058, 汇总后标准不确定度是:

经上述计算, 因称量导入的相对不确定度是:

样品测量重复性引入的不确定度:

由于实际样品测量时, 每次只是单次测定, 且100ml量筒的不确定度分量相对于重复性分量来说很小, (即由取样体积引入的不确定度很小) 可以忽略不计, 故本次仅以称量引入的不确定度作为主要评估因子。

标准不确定度为:

扩展不确定度为:

8 结论

不确定度的评估第2篇

【关键词】药品检验；滴定液标定；不确定度；评估

当前人们在药物检验的过程中，主要是采用滴定液标定的方法，来对药品中化学物质的成分进行了解，从而对药品中的药物成分进行相应的判断分析。下面我国就对药品检验中滴定液标定的相关内容和滴定液标定中的不确定度进行评估分析。

一、滴定液标定的概述

1、滴定液标定法的定义

所谓的滴定液标定法也就是指人们在对化学成分进行分析的过程中，将已知浓度的试剂溶液应用到其中，从而对测定标定液中的化学成分进行详细了解的一种方法。目前，在社会发展的过程中，这种滴定液标定法已经被人们广泛的应用在各个行业，其中在药品检验中应用的最为广泛。不过，我们在采用滴定液标定法对药品进行检验的过程中，容易受到各种因素的影响，而产生许多不确定问题，使得药品检验的准确性受到影响，因此我们在对进行使用的过程中，一定要对基准物质进行严格的要求。

2、滴定液标定法的分类

目前，我们所采用的滴定液标定法有很多种，这些不同的滴定液标定法在实际应用的过程中，其自身的检验效果也存着一定的差异，我们可以通过其检验液的性质不同，将滴定液标定法分成以下几种：

2.1酸碱滴定法。这种方法主要是通过对检验液中，酸、碱质子之间的变化情况进行分析，从而达到滴定液标定分析效果的一种方法。这种检验方法只能用于酸、碱溶液的鉴定。

2.2配位滴定法。它主要是通过对离子配位反应情况的观察方法，而采用的一种滴定液标定方法。通常这种方法滴定法只用于对金属离子的测定。

2.3氧化还原滴定法。顾名思义这种滴定法在测定过程中，主要是通过氧化还原反应拉对滴定液中的成分进行确定，因此我们在实际应用的过程中，这种方法主要是适用于氧化还原物质的测定分析当中。

2.4沉淀滴定法。它主要是在沉淀生产反应的基础之上而产生的一种滴定法，因此在实际应用的过程中适用于沉淀反应物质的测定。

由此可见，人们在对不同物质进行测定分析的过程中，所采用的滴定法也就存在着一定的差异，因此在药品检验的过程中，就首先要对药品进行大致成分进行分析，从而对合适的滴定方法进行选取，以确保药品检验的准确性。

三、乙二胺四醋酸二钠滴定液标定的不确定度评估分析

1、仪器与试药

AE240电子天平（精度为0.1mg），酸式滴定管（50mL，A级），基准氧化锌（纯度为1.0000±0.0005），水为纯化水。

2、方法与结果

取在800℃灼烧至恒重的基准氧化锌0.12g，精密称定，加稀盐酸3mL使溶解，加水25mL，加0.025%甲基红的乙醇溶液1滴，滴加氨试液至溶液显微黄色，加水25mL与氨-氯化铵缓冲液（pH10.0）10mL，再加铬黑T指示剂少量，用EDTA-2Na滴定液滴定至溶液由紫色变为纯蓝色，并将滴定的结果用空白试验校正。

计算公式为c=0.05m/0.004069（V1-V2）

c为EDTA-2Na滴定液的浓度（mol/L）

m为基准氧化锌的质量（g）

V1为EDTA-2Na滴定液用量（mL）

V2为空白试验EDTA-2Na滴定液用量（mL）

0.004069为1.00mL浓度为0.05000mol/L的EDTA-2Na滴定液相当于以g表示的氧化锌的质量。

3、不确定度评定

3.1建立数学模型

根据上述计算公式的测量数学模型，c=0.05m/0.004069（V1-V2）。方差u（c）2=c2（m）u2（m）+c2（V1-V2）u2（V1-V2）+c2（x）u2（x），式中u（m）为基准氧化锌引入的标准不确定度，u（V1-V2）为滴定体积引入的标准不确定度，u（x）为重复标定引入的标准不确定度。灵敏系数c（m）=0.05/0.004069（V1-V2）=0.05/（0.004069×28.14）=0.4367，c（V1-V2）=-[0.05m/0.004069（V1-V2）2]=-[（0.05×0.1153）/（0.004069×28.142）]=-1.7892×10-3，c（x）=1。

3.2不确定度来源

检测过程和数学模型分析表明，标定EDTA-2Na滴定液的不确定度的主要来源有3个，即测量的重复性（A类不确定度）、基准氧化锌的质量（B类不确定度）与滴定体积（B类不确定度）。

4、不确定度的量化分析

4.1基准质量引入的标准不确定度u

（1）基准纯度引入的标准不确定度u；基准氧化锌的纯度为1.0000±0.0005，可视为矩形分布（K=3），则u=0.0005m/3=0.0005×0.1153/3=3.3284×10-5（g）。

（2）天平称量引入的标准不确定度u：干燥器与天平称量仓内可视为湿度相同，称量时不吸潮。电子天平检定证书中天平称量允差为±0.0001g；视为矩形分布（K=3），则u=0.0001/3=5.7735×10-5（g）。

4.2滴定管体积引入的标准不确定度u

（1）滴定管校准引入的标准不确定度u：滴定管使用50mL酸式滴定管（A）级，相对允许误差为±0.05mL，按照矩形分布，则u=0.05/3=0.02887（mL）。

（2）环境温度引入的不确定度u：实验在空调环境下进行，设室温为（20±5）℃。溶剂水的体积膨胀系数为2.1×10-4℃-1，按照矩形分布，则u）=5×2.1×10-4×（V1-V2）/3==5×2.1×10-4×28.14/3=0.01706（mL）。

4.3其它常数

基准氧化锌摩尔质量引起的标准不确定度很小，可以忽略。

4.4扩展不确定度

试验测得滴定液c=0.05034，则测量结果的合成标准不确定度u（c）=6.7369×10-5。若取包含因子K=2，得测量结果的扩展不确定度U=K×u（c）=0.0001347。

5、讨论

天平称量重复性、滴定管读数重复性产生的不确定度已经包含在重复标定产生的不确定度中，故不再予以考虑。

分析评估不确定度时，首先要尽量考虑产生不确定度的所有来源，因为合成不确定度的数值几乎完全取决于重要的不确定度分量。由上述评定可知，本法测量结果的不确定度主要来自于对滴定液的重复标定。因此，在测量时，应严格控制试验条件，尽量使平行标定实验环境相近，并规范试验操作。

四、结束语

总而言之，通过对乙二胺四醋酸二钠滴定液标定的不确定度评估，我们可以清楚的了解到人们在药品检验的过程中，存在的不确定因素，因此我们在对其进行检验分析的过程中，就要对其试验提交进行严格的要求，从而使得药品检验的准确性得到有效的提高。

参考文献

[1]马晓金，李伟.药品检验中滴定液标定的不确定度的估算[J].西北药学杂志，2006（05）

关于医学实验室不确定度的评估第3篇

1 标准不确定度(Ust)的概念

不确定度的概念是指向结果的终端用户(医生),他关心的是总误差,但对误差是系统的还是随机的不感兴趣。在阐述不确定度的概念时,主张任何已知的一个测量方法的系统误差成分已被纠正,并且特殊不确定度包含了与系统误差纠正相关的不确定度[3]。这似乎是符合逻辑的,但通常存在一个问题就是一些常规实验方法系统误差往往源自患者的样品。例如:肌酐的动力Jaffe′法易受а-酮类复合物的阳性干扰和胆红素及代谢产物的阴性干扰。这意味着系统误差是患者样品本身带来的,一般是不可预测的。

在理论上,将不确定度区分为A类和B类。A类不确定度是标准差(例如一个不精确度的SD)基于频率的估计。B类不确定度是基于频率的SD不可能得到时的不确定度成分。确实,不确定度可被用其他方法估计,或按专家的意见。最终,全部不确定度来自所有不确定度的结合。在此文中,它实际上被称做标准不确定度(Ust),它等于标准差。

将标准不确定度乘上一个转化因子(K),符合一个特殊要求概率水平的不确定度就被计算出来。例如,乘以转化因子2,对于正态分布,得到≈95%的概率水平。当考虑一个常规方法得到的分析结果的总不确定度时,分析前变化,方法的不精确性,随机干扰,校准和溯源不确定度应当考虑在内。以标准不确定度表达不确定度成分,我们用以下分式:μst=(μ2p Ast+μ2Ast+μ2RBst+μ2Tracst)0.5,以上个体成分分别代表分析前、分析、介质有关干扰随机误差和溯源不确定度。

不确定度可以用各种方式评估,并经常需要结合处理。理论上,不确定度可以直接从测量比较判断,或按照错误产生规律间接来自每个错误源推断。测量比较可以包括按照测量原理用患者样本同一个参考方法的比较研究或通过检定的参考物质(Certified Reference Marerial,CRM)的测量。

2 不确定度的评估方法

2.1 利用参考物质测量直接评估不确定度

假设一个CRM的定值是10.0 mmol/L和标准不确定度是0.2 mmol/L,独立运行重复10次测量产生一个平均值10.3 mmol/L和SD0.5 mmol/L,均数标准差是0.5/100.5=0.16 mmol/L,均数无意义地偏离于靶值(t=(10.3-10.0)/(0.22+0.162)0.5=1.17)。包括溯源性的总标准不确定度=(0.22+0.162)0.5=0.26 mmol/L。假若偏差有意义,需要考虑对方法做校正,并且标准不确定度将与所给出水平相同。因此,CRM的测量提供了与溯源相关的不确定度的估计,其他成分必需分开评估。关于方法不精确度,长期不精确度(例如从质量控制观察到的)应当采用,而不是从CRM材料中观察到的短期SD。我们假设长期SDA是0.8 mmol/L。分析前变化资料可以从一系列患者双份采样而获得,或通过文献资料或相似分析物资料(B类不确定度)判断。我们假设SDPA等于分析SD的一半(例如0.4 mmol/L),由于我们缺乏可能的随机偏差成分资料,在实际中我们会选择忽略它。那么,标准不确定度的结果变成:μst=(μ2p Ast+μ2Ast+μ2Tracst)0.5=(0.42+0.82+0.262)0.5=0.93 mmol/L。

在这个例子中,主要不确定度成分是实验室长期不精确。

2.2 基于用患者样品将一种方法与参考方法比较研究直接评估不确定度

假设一套患者样本分别用常规方法和参考方法同时测定,2种方法所得结果分别为X1和X2,并且测量结果之间存在一个线性关系。我们想评估常规方法结果的偏差和不确定度,是基于参考方法溯源性相关的标准不确定度的信息和两者之间的相关分析。假定参考方法的不确定度是2.5%或表示为分数0.025(=CVA1),并且有关参考方法溯源性链的不确定度成分是0.020(=μTracst)。假定2个方法测量误差成比例,且采用Deming型加权回归分析,误差变量比例不确切以λ表示。由于参考方法随机误差小,我们假定随机误差水平是常规方法的一半λ为1/22=1/4。在一个精确度点(X1’Targetc)(例如符合95%参考区间上限),2方法之间系统差异(Dc=a0+(b-1)X1′Targetc),以标准差估计为:Dc=X2′Targetc-X1′Targetc2=20 mg/L并且SE(Dc)=1.0 mg/L。

符合一个相对SE(Dc)为0.050(1.0 mg·L-1/20 mg·L-1)。按Deming操作,其标准差可以用jackknife操作软件方便地用计算机计算。我们观察到差异是高度有意义的,并决定用估计的斜率和截距重新计算常规方法与参考方法的关系(例如:重校正的X2值等于(x2-a0)/b。完成上述工作后,常规方法被假定与参考方法之间没有系统误差,但是当考虑到结果不准确度时,我们必须加上偏差纠正的标准不确定度。有关常规方法溯源性的不准确度可以从参考方法固有的不准确度获得,步骤如下:μTracst=(0.0202+0.0502)0.5=0.054。

我们进一步对用回归分析结果推算常规方法的随机误差感兴趣。分析误差和随机介质相关误差两者均应当评估,并应该认识到观察到的总随机误差是2种测量方法贡献的结果。假设回归分析的CV21被计算出是0.10(CV21是SD21的同类物或与覆盖分析测量范围给出的恒定的测量误差SDyx相同(例如,在x-y图中以垂直方向表示随机误差))。从回归中我们得出:

CV221=(CV2A1+CV2A2)+(CV2RB1+CV2RB2)

通过替换CVA1=0.025,CV2RB1=0和CV21=0.10,我们推出:

CV2A2+CV2RB2=0.009 375(CV2A2+CV2RB2)0.5=0.096 8

因此,常规法总误差CV为0.097。假若我们在方法比较实验中用双管或有可用的质控资料,我们能平分总随机误差进入它的成分中。此处假定CVA2是0.035,它相当于CVRB20.090的一部分剩余。这里我们注意到(1/2)2的假定误差比例λ是相当不准确的。按照我们的计算结果,λ应当是(0.025/0.096 8)2。虽然Deming回归原理非常支持错误分类的λ值,我们能够选择经过重分析计算出更正确的λ值,这可能是一个重复过程。最终,假定分析前变异共系数值是0.03,我们推出总标准不确定度估计为:

μst=(μ2p Ast+μ2Ast+μ2RBst+μ2Tracst)0.5=(0.032+0.096 82+0.0542)0.5=0.115

在给出的精确度水平20 mg/L,覆盖因子z,我们得到一个常规测定结果的95%不准确度区间是:

20 mg/L±(2×0.115×20)mg/L=15.4～24.6 mg/L

按上述方法估计不确定度后,应当考虑其他附加的不准确度源。假如比较是在短期内进行,应该在标准不确定度表达中加入一个附加的长期不精确度成分作为一个变量成分。

当比较上述2种方法时,后者信息量更高。假定患者样本是有代表性的,我们可以应用一系列患者样本代替一个样品池,个体随机误差应该被包含在不确定度估计中。天然患者样本也偏向于一个稳定池,为了保证其稳定性,样本以冻干形式保存,在一些分析系统中可以引起人工操作性错误。而采用一种CRM更实用,并且在许多情况下也是仅有的可选替代品。

关于从上述患者样本比较研究中得到的不准确度,人们应当慎重考虑。首先,正确评估在选择的精确度点或在覆盖分析测量范围点上的差异的标准差非常重要(例如:在低限,在中部和在上限)。从估计标准差(Dc=a0+(b-1)X1′Targetc)的表达式,人们可以通过截距和斜率的标准差平方相加首先得到标准不确定度。无论怎样,简单的标准差平方相加仅能纠正估计独立的不确定度。在回归性分析中截距和斜率的估计是负相关,这意味着标准差的简单平方和导致了总标准不准确度的过高估计。

基于真正患者样品的方法比较研究代表了一个溯源性的真实评估。应当认识到校准品的基质因实际的原因通常是人工产品(例如,一个校准物基质可能是牛血清白蛋白而非人血清)。许多常规方法是基质敏感的,这意味着校准物和患者样品是不同的。为了保证在这种情况下的溯源性,我们应该了解一个校准物的指定浓度与实际浓度是不同的。

2.3 从外部质量评估计划(EQAS)中估计不确定度

在许多情况下,与参考方法进行比较或测定CRM可能是不可行的。例如,新检测到的生化标物测量仅能在一个研究实验室中进行手工操作。在这种情况下,合作研究或来自EQAS的资料可以构成一个不确定度评估的来源。假若实验室经过一个时间段的重复测量,在靶值和测量值之间差异的标准差(SDdif)可以加入不确定计算。假若一个有意义的系统差异被观察到,应当考虑做一个校正。SDdif可以考虑是由实验室内短期的固有的不精确(SDintralab)和反应系统误差的长时变异(表达为SDext)组成。例如,一个外部控制材料每月测定2次,并且在靶值和2次重复平均值之间的差异被评估,适用下列关系式:

SD2dif=SD2ext+SD2intralab/2将有关采样和样品预处理连同溯源性考虑在内的总标准不确定度如下表示:μ2st=SD2p A+SD2intralab+SD2ext。

在几个实验室用相同分析试剂系统时,一个亚组的共同平均值可以被计算出来。当考虑不确定度时,应当区分开到亚组定义均值溯源性和总的共同意义上的均值之间的差别。在EQAS中一组实验数据值的总离散,用如下关系式:SD2Total=SD2intralab+SD2interlab,我们应该得到各实验组一个共同测量水平的可能性范围。额外的分析前不确定性和有关共同均值(靶值)溯源(误差)的不确定度也应该包括在内。这种以标准不确定度表示的总不确定度可以被用做共同决定水平的数据(例如国际认可的诊断和治疗范围)。

2.4 通过个体误差源成分定量的间接不确定度评估

对于一个详细的分析操作的定量模型,标准处理是评估与个体输入参数相关的标准不确定度,并按不确定度规律将它们结合起来[4]。独立(个体)参数x1,x2…xn的不确定度与一个值y的结合标准不确定度μc(y)的关系式如下:

μc[y(x1,x2…)]=[ΣCi2μ(xi)2]0.5

式中:Ci是一个敏感性系数(y对于xi的部分差异)。这个敏感性参数指出y值怎样对应输入参数xi改变而变化。假如变量不是独立的,关系式如下:

μc[y(xi,xk…)]=[ΣCi2μ(xi)2+ΣCiCkμ(xi,xk)2]0.5

式中:μc(xi,xk…)是xi和xk之间的共变量,Ci和Ck是敏感度系数。共变量与相关系数ρik相关:μ(xi,xk)=μ(xi)μ(xk)ρik,这是一个复杂的关系式,并且在实践中很难评价。在许多情况下,无论怎样,这些影响因子是独立的,因此简化了这一图形。下面是一些结合表达的简单例子。这些规则是以所给独立输入成分的结合SD或变异系数(CV)的形式呈现。

q=x+y SD(q)=[SD(x)2+SD(y)2]0.5

q=x-y SD(q)=[SD(x)2+SD(y)2]0.5

q=ax SD(q)=a SD(x)和CV(q)=CV(x)

q=xpCV(q)=P0.5CV(x)

q=xy CV(q)=[CV(x)2+CV(y)2]0.5

q=x/y CV(q)=[CV(x)2+CV(y)2]0.5

上述公式可以用在计算一个校准溶液的总不确定度。这些不确定度包括参考化合物,称重和稀释步骤的不确定度。

一些在SD和非正态分布之间的关系也可以是与不确定性计算相关的(成比例的)(B类不确定度)。例如,一个CRM值的不确定度是以一些百分数给出,它可以被理解为参照矩形概率分布。在关于烧瓶形、三角形分布的校正中相关经常被采用(见表1)。

实际工作中计算不确定度的案例分析:下面简单地描述一个校准溶液标准不确定度的计算。浓度C等于质量M除以体积V(C=M/V)。我们将在此处用相对值表示标准不确定度并且通过个体贡献因素的平方和衍算出适当的总标准不确定度。从质量开始,在证书上标示的纯度是99.4%±0.4%。假设为矩形分布,相对标准差变为0.004/30.5=0.002 3。已知在实验室称量过程的不准确度CV为0.1%或0.001 0。因此质量的相对标准不确定度变为:μMst=(0.002 32+0.001 02)0.5=0.002 5。烧杯(50 ml,20℃)的证书指出±0.1 ml为不确定度,假定此为一个三角分布,我们推算标准不确定度为0.1 ml/60.5=0.040 8 ml,它转化成一个相对值0.000 816。温度膨胀给出是每度0.020 ml。假定(20±4)℃,其贡献量是±0.080 ml。假定这是一个矩形分布,我们得到一个SD为0.080/30.5ml或0.000 92为相对SD。在实验室内体积分散操作的重复性评估为0.020 ml,表达为SD相对值0.000 40。体积分散操作的总标准不准确度变为:μVst=(0.000 816 2+0.000 922+0.000 402)0.5=0.001 3。

校准溶液的总标准不准确度是:

μCalst=[μ2mst+μ2vst]=0.002 52+0.001 32=0.002 8或0.28%

一般情况下,当加上CV平方时,弱的贡献因素在实际中不被考虑(例如CV小于其他成分的1/3或1/4)。

间接计算操作主要针对相对简单的操作。在一些情况下,可以针对一个复杂分析方法建立一个模拟模型以按输入不确定度法估算结合不确定度。对于封闭的自动的临床化学操作不可能分辨个体误差元素,在实际工作中,相关性方面难以考虑。在这些情况下,测量比较的直接操作首先被考虑。但无论怎样,间接操作也已被应用于临床化学[5]。

3 不确定度与传统的系统和随机误差分类的关系

如上所述,由于系统误差已在计算不确定度的过程中被纠正,所以在不确定度的表达中并未特意提及系统误差,但我们还是应将系统误差考虑在内。另外,系统误差已被线性化加入或存在于误差取平方的关系式中[6]。人们可以进一步考虑在系统影响和随机影响检测结果之间的区别是参考体系的问题。例如,一个跨越一段时间的系统误差可能转化成一个随机误差,因为一个偏差可能随时间而改变。试剂批间影响可以解释为系统或随机误差。当一个实验室从旧试剂换成一批新试剂时,测量水平的漂移可能会产生,开始将它考虑为系统改变。无论怎样,经过长期几个批次的试剂,记录到的偏移有上有下,并被认为是一种长期随机误差成分。另外,当考虑一个整组实验室时,一个实验室被当作整体组的一部分,在一个特殊实验室的偏差可能被看做随机误差成分,因为个体实验室偏差随机分布并且定量为实验室间标准差。由此,采用上述不确定度概念总结出一个指向实验室末端用户结果的总不确定度存在争议。另外,如前面提及,与来自特殊患者亚组的样品相连的系统误差可以引起一个问题,因为一个一般的纠正是不可能的。一种定量这个误差贡献的方式是在一个方法比较学研究中一个平衡方式从所有患者亚组中选择样品,所以这种误差类型掺入到与溯源性相关的不确定度成分中。另一个与系统误差有关的问题是它们经常依赖分析物浓度。因此,假若一个特定的CRM的浓度被测量,人们应当考虑一个偏差纠正是仅在所给出的水平是有效的或普遍覆盖分析测量范围。进一步由稀有情况发生的干扰(例如免疫测定有关的嗜异性抗体)引起的意外情况出现也构成一个问题。假若不准确度估计是基于参数的统计(标准不准确度通过一个转化因子扩展而来),偏离基线值很大的数值会增加标准不确定度,且使不确定度参数无用。对这一问题的解决是首先省略这些数值,计算95%不确定度区间,然后在不确定度参数中加入偏离基线值发生几率的特殊注释。

虽然以一个详细的方式特别计算不确定度是复杂的,通过加上有关不确定度元素CV的平方可以粗略估计(例如,实验室外分组为因子)(推算自溯源链),实验室内分析因子(中间精确度)和分析前元素。在估计不确定度中,包含相关元素非常重要,但是注意不要计算同一元素2次。应当认识到简单的平方和原理需要独立性。最后,由于CV的平方和原理,小的贡献量在实际中能够被忽略。不确定度概念在临床检验领域中的应用是一个正在讨论的课题。

摘要：随着医学实验室标准化工作的开展,国际标准化组织(ISO)在关于医学实验室能力评定的文件(ISO15189)中提出了对实验数值不确定度评估的要求。介绍了不确定度的概念,并对如何应用实验方法与参考方法的比较、利用实验室内与室间质控数据等方法得到不确定度的来源,不确定度与传统的系统和随机误差的关系进行了分析,为临床检验工作中不确定度的深入研究提供了新的思路。

关键词：医学实验室,不确定度,评估

参考文献

[1]International Organization for Standardization(ISO).Guide to the expression0f uncertainty in measurement[R].Geneva:ISO,1993.

[2]Binini P,Plebani M,Ceriotti F.Errors in laboratory medicine[J].Clin Chem,2002,48:691-698.

[3]DimechW,FrancisB,KoxJ.etal.Calculatinguncertaintyofmeasurement forserologyassaysbyuseofprecisionandbias[J].Clin Chem,2006,52:526-529.

[4]InternationalOrganizationforStandardization(ISO).In vitro diagnostic devices-Measurement of quantities in samples of biological origin-Descriptionsofreferencematerials(15194)[R].Geneva:ISO,1999.

[5]Linko S,Ornemark U,Kessel R,et al.Evaluation of uncertainty of measurement in routine clinical chemistry-Application to determi-nation of the substance concentration of calcium and glucose in serum[J].Clin Chem Lab Med,2002,40:391-398.

不确定度的评估第4篇

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摘要：对头孢氨苄甲氧苄啶胶囊中水分测定结果的可信性、有效性,测量其不确定度.为头孢氨苄甲氧苄啶胶囊中水分测定的可信度提供一种数学判断方法,对头孢氨苄甲氧苄啶胶囊的质量控制具有指导意义.作者：胡燕汪民海项玮作者单位：安徽黄山市药品检验所,安徽黄山,245000 期刊：计量与测试技术 Journal：METROLOGY & MEASUREMENT TECHNIQUE 年，卷(期)：, 37(5) 分类号：关键词：头孢氨苄甲氧苄啶胶囊水份测定不确定度

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关键词：凯氏定氮法食品蛋白含量不确定度

1 测量蛋白质的方法

称取混匀的样品0.1～0.5g（精确至0.001g），放入干燥的凯氏烧瓶中加入复合催化剂10g、浓硫酸25ml和几粒玻璃珠，瓶口盖以玻璃漏斗用电炉开始缓慢加热，当泡沫消失后，强热至沸。待瓶壁不附由碳化物时，且瓶内液体为澄清浅绿色后，继续加热30分钟。

待分解液冷却后，用蒸馏水冲洗玻璃漏斗及烧瓶瓶颈，并稀释至200ml，将凯氏烧瓶移于蒸馏架上，在冷凝管下端接500ml锥形瓶作接受器，瓶内预先注入2%硼酸溶液50ml及混合指示液10滴，将冷凝管的下口插入锥形瓶的液体中，然后沿凯氏烧瓶颈壁缓慢加入40%氢氧化钠溶液70～100ml，打开冷却水，立即连接蒸馏装置，进行蒸馏，至流出液为原体积的3/5时停止加热。使冷凝管下口离开锥形瓶，用少量水冲洗冷凝管，洗液并入锥形瓶中。

将锥形瓶内的液体用0.05mol/L硫酸标准溶液滴定，使溶液由蓝绿色变为灰紫色，即为终点。

计算样品的蛋白含量。

2 被测量的数学模型

2.1 蛋白含量的计算公式

X=×100

X——样品中蛋白质的含量，g/100g；V1——滴定样品时消耗0.05mol/L硫酸标准溶液的体积，ml；V0——空白试验时消耗0.05mol/L硫酸标准溶液的体积，ml；C——硫酸标准溶液的浓度，mol/L；m——样品的质量，g；6.25——氮换算成蛋白质的系数；0.028——1mL1mol/L硫酸标准溶液相当于氮的质量，g。

2.2 不确定度的传播率

ur（X）=[uC(H2SO4)+u(V1-V0)+u(m)+u(rep)]1/2

3 不确定度的来源

本实验中不确定度的来源有硫酸标准溶液的浓度、滴定样品时消耗硫酸标准溶液的体积、空白试验时消耗硫酸标准溶液的体积、产品的质量及重复性。

4 分析和量化不确定度分量

4.1 硫酸标准溶液的浓度C(H2SO4）=0.05mol/L的不确定度

4.1.1 0.05mol/L硫酸标准溶液的配制与标定

配置：量取6ml浓硫酸，缓缓注入2000ml水中，摇匀。

标定：精密称取0.2g无水碳酸钠，溶于50ml水中，加10滴混合指示剂。

把配置好的硫酸标准溶液倒入50ml的滴定管内，滴定至溶液由绿色变为暗红色。在电炉上加热并保持微沸2分钟，冷却后继续滴定至暗红色。

4.1.2 不确定度来源有：称取无水碳酸钠的质量、无水碳酸钠的纯度、滴定样液消耗硫酸溶液的体积、滴定空白消耗硫酸溶液的体积、无水碳酸钠的摩尔质量。

①ur(Na2CO3)

用万分之一天平称量，天平检定证书给出最大允许误差为±1.0mg，按均匀分布考虑，两次称重：

u(mNa2CO3)=[()2+()2]1/2=0.82mg

ur(mNa2CO3)=0.82×10-3/0.2000=0.41%

②ur(PNa2CO3)

供应商给出纯度PNa2CO3=（100±0.05）%，矩形分布

u（PNa2CO3）=0.0005/=0.00029

ur(PNa2CO3)=0.00029/1=0.029%

③体积V1

滴定管校准误差影响

证书给出50ml校准误差为0.05ml，按三角分布

u1=0.05/=0.021ml

实际温度与校准时温度不一致的影响，温度变化范围±4℃

水膨胀系数a=2.1×10-4/℃，滴定管体积50ml，矩形分布

u2=50×2.1×10-4/=0.006ml

终点判定偏差

体积V2=0.05ml，u（VExcess）=0.004，根据资料肉眼判断的标准不确定度为0.03ml

校准、温度效应及终点判定偏差相互独立，等当点时的体积V=V1-V2，其标准不确定度：

u（V）=u（V1-V2）

=（0.0212+0.0062+0.0042+0.032）1/2=0.024ml

滴定时消耗硫酸溶液的体积36.78ml，ur（V）=0.024/

36.78=0.065%

④u(MNa2CO3)

MNa2CO3=2×22.98977+12.0107+3×15.9994

=105.98844g/mol，

u(MNa2CO3)=0.0019g/mol

ur(MNa2CO3)=0.0019/105.98844=0.0018%

硫酸溶液浓度的不确定度：

urC（H2SO4）=(0.412+0.0292+0.0652+0.00182)1/2%

=0.42%

4.2 滴定样品及空白时消耗硫酸标准溶液的体积

4.2.1 校准：2.00ml滴定管最大允许差为0.01ml，按三角分布计算标准不确定度为：=0.0041ml。

4.2.2 温度效应：假设温度变化范围±4℃，水膨胀系数a=2.1×10-4/℃，近似矩型分布，2ml溶液产生的不确定度为：=9.69×10-4ml。

终点判定偏差

滴定空白时体积V0=0.05ml，u（VExcess）=0.004，根据资料肉眼判断的标准不确定度为0.03ml，校准、温度效应及终点判定偏差相互独立，等当点时的体积ΔV=V1-V0，其标准不确定度u（ΔV）=u（V1-V0）=[0.00412+(9.69×10-4)2+0.0042+0.032]1/2=0.031

ur（ΔV）=0.031/6.93=0.45%

4.3 蛋白质量的不确定度ur（m）

用万分之一天平称量，天平检定证书给出最大允许误差为±1.0mg，按均匀分布考虑

u（m）=()1/2=0.58（mg）

ur（m）=u（m）/m=0.58/100.0=0.058%

4.4 重复性rep

十次测量平均结果为：=55.62%

单次测量结果的标准偏差：

SX==0.018%

十次测量结果平均值的实验偏差：

u(rep)===0.0057%

ur(rep)==0.01%

4.5 合成标准不确定度的计算

蛋白质含量的计算公式：

X=×100，使用ΔV代替V1-V0则：X=ΔV××100

ur（X）=[uC(H2SO4)+u(V1-V0)+u(m)+u(rep)]1/2%

=[0.422+(0.45)2+(0.01)2]1/2%

=0.85%

uc(X)=x×ur(X)=(56.62×0.85%)%=0.48%

5 蛋白质含量结果的报告

包含因子k=2，计算扩展不确定度u=2×0.48%=0.96%。

这里采取只进不舍的修约规则，测量蛋白质含量的结果为：X=（56.62±0.96）%，k=2。

6 结束语

食品中蛋白含量测量不确定度的主要来源为标准溶液的浓度、滴定样品时消耗标准溶液的体积、空白试验时消耗标准溶液的体积、产品质量及重复性引入的不确定度，根据不确定度结果，实验室分析误差可控制在允许值内。

参考文献：

[1]GB5009.5-2010，食品安全国家标准食品中蛋白质的测定[S].

[2]JJF1059.1-2012，中华人民共和国国家计量技术规范测量不确定度评定与表示[S].

[3]GB/T601-2002，中华人民共和国国家标准化学试剂标准滴定溶液的制备[S].

不确定度的评估第6篇

1.1 测量依据:

JJG760-2003《心电监护仪检定规程》

1.2 计量标准

主要计量标准设备为心电监护仪检定仪, 方波信号发生周期为:0.5s～10s, 正弦波信号发生周期为:0.01s～10s;计量标准辅助设备为:主要辅助标准设备为钢直尺, 测量范围: (0～150) mm, 分度值:0.5 mm。

1.3 被测对象

被测心电监护仪的扫描速度一般可设为:25mm/s和50mm/s。

1.4 测量方法

用心电监护仪检定仪对心电监护仪输出电压为lm V, 周期为1s的方波信号, 监护仪扫描速度设置为50mm/s, 用钢直尺测量显示屏幕上一个完整周期的波形的长度, 并计算得出监护仪的扫描速度。

2 数学模型

式中e:心电监护仪扫描速度误差, mm/s;υi:心电监护仪扫描速度的测量值, mm/s;υ0:扫描速度标称值, mm/s。

3 不确定度传播率

式中, 灵敏系数:

4 标准不确定度评定

4.1 由标准器输出信号频率的不确定度引入的标准不确定度u (υ01) 的评定, 采用B类方法评定。

标准器输出信号频率的标准不确定度为:±0.1%, 按均匀分布计算, 则:

4.2 钢直尺分辨力引入的标准不确定度u (υ02) , 按B类方法评定。

钢直尺的最小分度值为0.5mm, 由分辨力引入的误差限为0.1 mm, 按合均匀分布计算得:=0.058mm, 因为扫描速度为50mm/s, 波形周期为1s, 所以:

4.3 读数误差引入的标准不确定度u (υ03) 的评定, 采用B类方法评定。

借助放大镜基本符合0.1 mm的估读原则, 按均匀分布计算得:因为扫描速度为50mm/s, 波形周期为1s, 则:

4.5 被校心电监护仪示值重复性引入的标准不确定度u (υi) 的评定, 用A类方法评定。

将心电监护仪扫描速度设置为50mm/s, 检定仪输出电压1mV、周期为1s的方波信号, 用钢直尺测量显示屏幕上一个完整周期的波形的长度, 并计算得出监护仪的扫描速度, 重复10次测量, 得到其标准差s=0.08mm/s, 故

4.6 环境温度引入的不确定度可忽略不计。

由于重复性分量包含人员读数引入的不确定度分量, 为避免重复计算, 只计最大影响量u (υi) , 舍弃u (υ03) 。

5 合成标准不确定度

5.1 主要标准不确定度汇总表

5.2 合成标准不确定度计算

以上各项标准不确定度分量是互不相关的, 所以合成标准不确定度为:

5.3 扩展标准不确定度计算

因主要分量均可视为正态分布, 因此P=95%时, 可取包含因子k=2, 则:

6 对使用心电监护仪检定仪校准心电监护仪的测量不确定度评估

根据JJG760-2003《心电监护仪检定规程》的规定, 常规校准应对25mm/s和50mm/s两个点进行校准, 其测量不确定度见下表:

7 校准和测量能力 (CMC)

该项目的CMC为:Urel=0.4%, (k=2) 。

摘要：本文是根据中国合格评定国家认可委员会 (CNAS) 于2011年9月23日 (认可委 (秘) (2011) 18号) 的要求, 依据JJG760-2003《心电监护仪检定规程》, 对心电监护仪扫描速度的测量的不确定度的评定进行了介绍。

关键词：心电监护仪,扫描速度,灵敏度,不确定度

参考文献

[1]李慎安, 施昌彦, 刘风.JJF1059-1999《测量不确定度评定与表示》

不确定度的评估第7篇

1 氨氮测定方法

水中氨氮的测定采用纳氏试剂分光光度法,以游离态的氨或铵离子等形式存在的氨态氮与纳氏试剂(碘化汞和碘化钾的碱性溶液)反应生成黄棕色络合物,该络合物的色度与氨氮的含量呈正比(吸收波长为420nm)[2,3]。测定分为两部分,即:标准曲线的绘制和样品的测定。据资料报道,三个实验室分析含1.14～1.16mg/L氨氮的加标水样,单个实验室的相对标准偏差不超过9.5%,四个实验室分析含1.81～3.06mg/L氨氮的加标水样,单个实验室的相对标准偏差不超过4.4%[3]。

1.1 仪器

7230分光光度计(上海分析仪器厂)。

1.2 标准曲线绘制

1.2.1 标准溶液配制

标准储备液:称取3.819g经100℃干燥过的氯化铵(优级纯)溶于水,移入1000mL容量瓶中,稀释至标线。此溶液每毫升含1.00mg氨氮[3]。

标准使用液:移取5.00mL铵标准储备液于500mL容量瓶中,用水稀释至标线。此溶液每毫升含0.010mg氨氮。

1.2.2 标准曲线绘制

分别吸取0mL、0.50mL、1.00mL、3.00mL、5.00mL、7.00mL、10.0mL铵标准使用液于50mL比色管中,加水至标线,加1mL酒石酸钾钠,混匀。加1.5mL纳氏试剂,混匀。放置10min后,在波长420nm处,用光程20mm比色皿,以水为参比溶液,测量吸光度[3]。

1.3 样品测定

取一定量的水样于50mL比色管中,定容至标线,其他步骤同标准曲线。

2 不确定度来源分析

2.1 标准曲线

Y=ax+b

式中,a、b为拟合常数,其中a为斜率,b为截距,y为吸光度,x为待测物质的量(μg)。

测定样品氨氮的量(μg)

M=x=(y-b)/a

样品中氨氮浓度为(mg/L)

C=m/v=(y-b)/av

2.2 不确定度来源分析

从上式中可以看出,影响样品测定主要分为两个部分:一是来自于标准曲线,a和b对浓度c都有直接影响;二是样品体积v和样品吸光度y产生的影响。

对测定结果产生不确定因素可分为两部分:一是硬件条件,主要包括基准试剂和量器的准确度;二是具体操作和操作的重现性。

在相同条件下,即使是严格按照规程操作,获得的标准曲线都有可能不同,斜率a和截距b都会产生微小变化,因而影响样品的测定计算结果,其中斜率不仅受标准溶液的影响,还受到操作重复性的影响。

样品体积受移液管和取样操作的影响;样品吸光度取决于样品的测试过程,包括取样、定容、显色、比色等过程的影响。这两方面可通过移液管的校准和样品的平行测定不确定度。

3 不确定度的测试和评估

3.1 标准曲线产生的不确定度

3.1.1 标准溶液配制中产生的不确定度

(1)标准储备液:

使用的氯化铵(优级纯)按供应商所给的市售品的纯度为99.8%±0.2% ,按均匀分布转换成相对标准偏差为undefined;称量基准物质使用的电子天平,按鉴定证书最大允许误差为0.0005g,按均匀分布k取undefined,换算成标准偏差为undefined,称量3.819g时相对标准不确定度为0.008%;1000mL容量瓶(A级)最大允许误差为±0.40 mL,按均匀分布评定标准不确定度undefinedmL,相对不确定度为0.023%。

标准储备液相对合成标准不确定度

undefined

(2)标准使用液:

5mL移液管最大允许误差为±0.015mL,按均匀分布评定标准不确定度为undefinedmL,相对标准不确定度为0.174%,500mL容量瓶最大允许误差为±0.25mL,按均匀分布评定标准不确定度undefinedmL,相对标准度确定度为=0.029%。

标准使用液相对合成标准不确定度

undefined

(3)标准系列溶液 :

10mL移液管最大允许误差为±0.05mL,按均匀分布评定标准不确定度undefinedmL。

配制标准溶液时共使用6次使用10mL移液管,共移取26.5mL溶液,其合成标准不确定度undefined,相对合成不确定度为0.268%。

与标准溶液相对合成不确定度可得标准系列溶液相对合成不确定度undefined。标准溶液配制中产生的不确定度(见表1)。

3.1.2 标准曲线的不确定度

统计采用统一标准溶液在相同条件下制备7条标准曲线(见表2)。

斜率的标准偏差为0.00011,相对不确定度=0.00011/0.00758=1.451%。

截距的都在0.000附近,可设0.000位截距的参照值,则所有曲线的△b=±0.003,按均匀分布k取undefined,换算成标准偏差为undefined,截距对(y-b)产生的标准不确定度为0.00173。

3.2 样品测试过程中产生的不确定度

样品测试构成产生的不确定度分为两方面计算:一是样品体积,包括样品取样所用25mL移液管;其次为吸光度y,对样品平行测定6次[4]。

3.2.1 经校准25mL移液管最大允许误差±0.030mL,按均匀分布评定标准不确定度undefinedmL,相对标准不确定度为0.017/25=0.068%。

3.2.2 绘制标准曲线,获得线性方程为y=0.00758-0.000。

同时,对样品进行6次平行测定(见表3)。

平行6次测定的吸光度y值的标准偏高差为0.00640,即y值的标准不确定度为0.00640,相对标准不确定度为=0.00640/0.557=1.149%。

样品测试过程的不确定度(见表4)。

氨氮相对合成标准不确定度为

undefined

氨氮合成标准不确定度为

U(c)=2.738×1.909%=0.052(mg/L)

3.2.3 扩展不确定度的评定

取包含因子k=2(近似95%置信概率),则:扩展不确定度U=0.052×2=0.104(mg/L)样品氨氮浓度c=C±U=2.738±0.104(mg/L)

4 讨论

测量不确定度反映测量结果的不能肯定程度,不确定度愈小,测量结果的精度愈高,其使用价值愈高,反之则愈低。从对氨氮不确定度的评定过程来看,想要获得较小的不确定度,测量需注意以下几个方面的问题:在标准溶液的配置过程中,尽可能的选择纯度高的标准物质;其次移取标准储备液的5mL移液管精度较为关键;对标准曲线的规范制备及样品测定的重复性操作有较高的要求。在通常状况下,样品测定时只制备一条标准曲线,应注意与经验标准曲线的比较,若相差太大,则应重新绘制标准曲线;截距的不确定度,对高浓度样品的影响较小,对低浓度样品的影响较大,因此在测定低浓度样品时,可根据样品浓度范围,调整标准曲线的浓度范围,尽可能减小曲线截距对样品的影响。

摘要：通过纳氏试剂光度法测定水中氨氮过程的分析,对测定不确定度作出评估,得出影响评定测定结果几种重要因素。

关键词：氨氮的测定,不确定度,评估,纳氏试剂

参考文献

[1] JJF1059-1999.测量不确定度的评定与表示(S)

[2]国家标准GB7479-87《水质铵的测定纳氏试剂比色法》

[3]国家环保总局.水和废水监测分析方法编委会.水和废水监测分析方法(第四版)(M),北京:中国环境科学出版社,2003

不确定度的评估第8篇

1 材料与方法

1.1 标本来源

三份新鲜血液均为我院住院患者静脉血,2 000 r/min离心10 min,分离血清,分装后冻存于-80℃冰箱内。不同样本中CA242的含量均在试剂检测的线性范围内。

1.2 仪器与试剂

瑞典康乃格诊断试剂公司CA242诊断试剂盒(批号:28559∶1);德国Sigma公司大容量冷冻离心机4-16k型;芬兰BIOHIT微量加样器(100~1 000μl量程及10~100μl量程各1支);美国Awareness公司酶标仪STAT FAX2100;中国杭州奥盛仪器有限公司MB100-4P型微孔板恒温振荡器。

1.3 检测方法

1.3.1 检测步骤

依照商品化试剂盒说明书检测5个标准品和1个低值质控,各设置5个平行孔;低、中、高值待测样品各重复5次。酶标仪405 nm波长下检测吸光度值(OD值)。

1.3.2 建立检测模型

样本浓度计算公式:y=f(x)×fV×fA×frepfV、fA、frep分别表示加样体积、吸光度值和检测精密度对检测结果的影响,f(x)表示样品吸光度值x与浓度y之间的转换公式。fV=fA=frep=1,故y=f(x)。

1.3.3 UM的分类与来源

根据文献[1-2]进行A类UM和B类UM进行的评定。

2 结果

2.1 A类UM的评定

2.1.1 重复比色引入的u(A1)

三种浓度标本和质控样品分别固定一孔重复读数5次后观察OD值的变化,计算均值、标准差,根据CNAS-GL05:2006测量不确定度要求的实施指南[3],结果见表1。

2.1.2 重复样本引入的u(A2)

三种浓度标本和质控样品重复孔检测引入的UM,结果见表1。

2.1.3 标准UM的合成

由于u(A1)和u(A2)之间相互独立,因此标准UMu(frep)等于二者平方和的平方根。

2.2 B类UM的评定

2.2.1 OD值与浓度转换引入的uf(x)

根据试剂使用说明运用上海思桥检验软件中的QUANRATIC-ICON方程拟合标准曲线:y=13.58x2+60.127x-0.252 7(r2>0.999),其中x为标准品或样本OD值,y为标准品或样本中CA 242的浓度。以x+s为上限,x-s为下限作图,获得标准曲线的可接受范围,参照文献[4],计算标准UM,结果见表2,Ymax、Y、Ymin分别表示样本的平均吸光度值在曲线上限、标准曲线和曲线下限时的样本浓度值。

2.2.2 移液器加样引入的u(fV)

根据文献[1-2]移液器加样引入的UM,u(fV)=0.080 225μl。

2.2.3 酶标仪测定引入的UM u(fA)

根据文献[2]酶标仪在不同读数范围内的UM分别为:u(fA)=0.005 77(0.1~1.5 A);u(fA)=0.011 5(1.5~3.0 A)。

2.3 合成的总UM uc(y)

根据文献[2]计算试验结果总的UM uc(y)见表3。依据CNAS-GL06:2006《化学分析中不确定度的评估指南》[5],以条形图展示了不同测定样本中UM分量的大小,见图1。

2.4 扩展UM

取置信水平P=95%,包含因子K=2.1,不同浓度样本的扩展UM为U(y)=uc(y)×2.1,见表3。

2.5 结果报告

待检测样品的检测结果:低值标本=4.482±0.872,中值标本=41.892±8.066,高值标本=102.355±19.732。

3 讨论

CA242是一种唾液酸化的黏蛋白型糖类抗原,是与胰腺癌、胆囊癌和结肠癌等相关的肿瘤标记物[6,7]。临床上常用的检测方法是用酶标仪进行比色分析,上机检测前主要依靠手工操作,影响检测结果可靠性的因素较多,本研究通过UM的评定方法试图发现酶标法检测CA242的主要影响因素。

UM是表征被测量值所处量值范围内的参数,是衡量检测结果准确性和可靠性的重要参数。只有充分运用UM的评估来识别试验中各种因素对检验结果的影响,才能对检测设备、标准物质、检测方法、环境条件、被检测物质的性能和状态以及操作者的技能进行比较全面的分析,从而有效控制各个环节,保证检验结果的准确可靠。本试验通过检测血清CA242的含量,评估酶标法检测CA242的UM,明确影响该检测结果的主要因素。

定量ELISA法检测生物标志物所涉及的影响因素较多,如酶标仪、试剂质量、环境和反应温度、加样器加样、重复检测、标准曲线拟合等均会产生各自的UM分量。文献研究结果表明样品的加样体积误差、检测精密度、标准曲线拟合和酶标仪检测OD值的准确性对UM的贡献最大[1,8]。本研究分析了上述不同因素引入的UM,结果表明低、中、高值的检测范围与实际检测结果均较符合。从图1和表3可以看出,随着标本浓度的上升,UM不断增大,移液器加样引入的UM所占比例随标本浓度升高逐渐增加,而标准曲线拟合引入的UM随标本的浓度升高逐渐降低,与本室的TSGF不确定度研究结果一致[2],不同的是精密度和酶标仪测定OD值引入的UM均很小(<0.36%);与秦绪珍等[1]的研究结果略有不同,主要原因是笔者在计算加样引入的UM时最后一步未开根号,并且包含因子K较小,导致低、中、高值标本的总UM和加样体积分量UM所占比例较实际偏小。加样体积引入的UM在中、高值标本中所占比例最高,由此可见加样体积的准确与否直接关系到检测结果的可靠性;而标准曲线拟合对低值标本UM影响最大,因此选择最合理的拟合方程非常关键,本研究中二次方程的拟合效果要好于线性方程(r2>0.994)的拟合度。

综上所述,在日常工作中要严格控制实验室的温度,加样器要按照规定到权威部门进行检验校准。充分利用UM评定在实验室管理中的作用,提高检测能力。

摘要：目的:探讨临床检验过程中定量酶标法(ELISA)检测CA242的不同影响因素,评估CA242的测量不确定度。方法:参考CNAS-GL06:2006《化学分析中不确定度的评估指南》等测量不确定度指南文件,重复检测低、中、高值3例标本,对本实验室开展的CA242检测评估其测量不确定度。结果:低、中、高值标本测定结果分别为4.482、41.892、102.355 U/ml,其相应的扩展不确定度为0.829、8.066、19.732 U/ml。随着标本浓度的上升,移液器加样引入的不确定度逐渐增加,而标准曲线拟合引入的不确定度则恰好相反。精密度和酶标仪测定OD值引入的不确定度所占比例最小。结论:在临床工作中应严格控制ELISA实验条件,特别是控制反应温度和环境温度,保证加样的准确性和稳定性,以获得准确可靠的结果。

关键词：测量不确定度,定量酶标法,CA242

参考文献

[1]秦绪珍,高学慧,徐二木,等.ELISA方法检测CA242的不确定度评估[J].中国卫生检验杂志,2010,20(4),894-896.

[2]周艳秋,高红军,田颖,等.酶标法检测TSGF不确定度的评估分析[J].中国卫生检验杂志,2010,20(2),3355-3357.

[3]测量不确定度要求的实施指南[S].CNAS-GL05:2006.

[4]Cembal S,Ambrosio J,Aranda C,et al.Intra-assay total uncertainty ofresults in immunoassay techniques[J].J Immunoassay Immunochem,2004,25:1-15.

[5]化学分析中不确定度的评估指南[S].CNAS-GL06:2006.

[6]Rothlin M A,Joller H,Largiader F.CA242 is a new tumor marker forpancreatic cancer[J].Cancer,1993,71:701-707.

[7]Kuusela P,Haglund C,Roberts PJ.Comparison of a new tumour markerCA242 with CA19-9,CA50 and carcinoembryonic antigen(CEA)in diges-tive tract diseases[J].Br J Cancer,1991,63:636-640.

不确定度的评估第9篇

依据《检测和校准实验室能力认可准则在电气检测领域的应用说明》要求检测实验室对定量检测结果应有能力评定测量不确定度, 压力变送器环境温度试验是一个定量检测项目, 测量其输出变化量, 以评判其技术指标。本文对环境温度试验进行了测量不确定度分析, 评诂影响其结果的不确定度, 与大家共同交流。

1环境温度试验方法

压力变送器是将压力转换成电量信号的仪表, 压力变送器环境温度试验是为了考察压力变送器适应自然环境温度变化的能力即在技术标准规定的温度变化范围内压力变送器的输出值是否在规定指标范围内变化, GB/T 18271.1—2000《过程测量和控制装置通用性能评定方法和程序第3部分:影响量影响的试验》规定了环境温度试验方法。压力控制器为压力变送器提供恒定压力, 直流电源为变送器提供24V电源, 同时压力变送器 (压力范围0k Pa～40k Pa) 输出4m A～20m A电流, 串接250Ω精密电阻转换成电压信号1V～5V, 并用数字表检测电压, 这里选取输出中间点作为压力变送器的测量点, 温度点保温3小时待箱内温度均匀稳定后再读取输出值。

2识别不确定度的来源

不确定度的来源一般从人员、仪器设备、测试方法、环境因素、校准溯源性等方面去尽可能地识别分析影响测量结果的主要因素, 剔除和忽略影响因素中的次要因素。通过分析识别出影响试验结果的主要因素有人员重复性读数、温度箱的温度偏差、温度箱的均匀性、压力控制器的年稳定精度、串接精密电阻误差、数字电压表年稳定精度, 上级计量机构对温度箱、压力控制器和数字电压表校准的不确定度对结果影响很小可以忽略, 由于产品在温度箱内环境温湿度对结果影响较小, 可以忽略, 数字电压表、压力控制器显示分辨力对测量结果影响较小忽略不计。

3标准不确定度评定

3.1测量重复性标准不确定度, 在相同人员、保证相同其它条件下重复测量三次, 取平均值作为最后测量结果, 数据如下:

根据贝塞尔公式, 重复测量的标准不确定度:

3.2温度箱温度偏差的标准不确定度, 根据检定证书温度偏差最大1.6℃, 根据经验估计对应变送器输出值影响0.002V, 均匀分布k=, 则:u2=0.002/k=0.0012V

3.3温度箱温度均匀度的标准不确定度, 根据检定证书温度均匀度最大1.2℃, 根据经验估计对变送器输出值影响0.001V, 均匀分布k=则:u3=0.001/k=0.0006V

3.4压力控制器误差标准不确定度, 压力控制器年稳定精度 (0.0075%*读数) , 此时读数20.000kPa, 压力误差0.0015 kPa, 对应转换成变送器输出电量值0.00015V, 均匀分布, k=则:

3.5电阻误差的标准不确定度, 电阻误差0.01%, 电阻值绝对误差0.01%*250=0.025Ω, 此时通过电阻电流12m A转换成电压误差0.025*12=0.0003V, 均匀分布, k=, 则:

3.6数字表误差的标准不确定度, 数字表年稳定精度 (0.012%*读数+2个字分辨力) , 此时两端电压3.0043V, 相应电压误差0.012%*3.0043+2*10*10-6=0.00038V, 服从均匀分布, k=, 则:

3.7合成标准不确定度

3.8扩展不确定度

U95=k uc=2*0.0016=0.0032V (包含因子k=2, 置信水准95%)

3.9结果报告

测量压力变送器在某一温度点输出值3.0043V±0.0032V (包含因子k=2、置信概率95%)

4结束语

不确定度的评估本身并无定论, 是个不确定问题, 不同的试验方法有不同评定结果, 只有在评定过程中尽量去确定其受影响的因素, 以期得到较为合理的不确定度。伴随测量方法不断的改进, 测量准确度提高, 对问题的不断深入探讨严密分析, 不确定度评估方法将会不断完善和提高。

参考文献

[1]杨世元《电器质量检测不确定度》计量标准出版社

[2]2007年《第二届实验室认可技术研讨会文集》2003年第3期《现代测量与实验室管理》

[3]CNAS-CL11《检测和校准实验室能力认可准则在电气检测领域的应用说明》

不确定度的评估第10篇

关键词：纯净水菌落总数不确定度评定

中图分类号：R155.5 文献标识码：A 文章编号：1672-5336（2014）04-0042-02

ISO/IEC17025：2005-5-15是国内外统一使用的对检测和校对实验室水平的通用要求[1]，其中要求所有的实验室单位所出具的检验报告必须有相关鉴定校对或测试结果的不确定度说明，故本文对饮用纯净水微生物检验中菌落总数的不确定度进行深入研究。

测量不确定度，又称不确定度。根据研究方向来分析，在菌落总数测定中，所用仪器可选取移液器、计数用的菌落计数器等，进行研究测定的B类不确定度对合成不确定度所带来的不确定度贡献较小，测量惯性带来的不确定度占重要部分，因而我们重要考虑惯性测量的分散性[3]。实验室取饮用纯净水作为样本，采用GB4789.2-2010《食品安全国家标准食品微生物学检验菌落总数测定》检验方法进行测定，评估不确定度。

本次实验在检测饮用纯净水的菌落总数指标时，采用一人平行测定方式，严格按照国家标准的方法进行分时间段的实验，实验结果取对数进行评估。通过对结果中可疑程度的定量记录，并作详细表述，指出实验过程中的核心控制点，缩减在实验中所出现的误差，特别注意的是在检验结果处于超高临界值时的科学分析。

1 相关原理及来源

1.1 不确定度

不确定度是指合理地赋予被测量之间的分散性，其测量结果之间存在一定的关联性的参数。其中参数可用标准差表示出来，也可使用标准差的公倍数、置信水平半宽度进行表示，其区间称为标准不确定度和扩展不确定度[4]。

1.2 标准不确定度定义

标准不确定度定义，一般情况下可分为两大类：A类不确定度评估；B类不确定度评估。A类不确定度定义：用于对观测列进行统计分析的办法，来评估标准不确定度；B类不确定度定义：用不同于对观测列进行统计分析的办法，来评估标准不确定度[6]。

1.3 测量不确定度的来源

测量不确定度的来源主要包括有：惯性、培养条件、用样、仪器与试剂、样品保存条件[5]。

在现阶段所掌握的技术中，对微生物进行检验，是一种无法用最为严格的标准进行实验。它们的检验都属于非严格性、非器量学和非统计学这一类，B类不确定度对合成不确定度贡献较小，重复测量带来的不确定度占重要部分，因此单独采用惯性和重复性数据来评估不确定度是较为合理的方法，即采用A类评估测量不确定度[3]。

2 试验步骤

2.1 试验方法

按照GB17324-2003《瓶（桶）装的饮纯净水卫生标准》的规定：微生物实验指标菌落总数应小于等于20CFU/mL；其中微生物检验应按照GB/T4789.21-2003《食品卫生微生物学检验冷冻饮品、饮料检验》中的 GB4789.2-2010《食品安全国家标准食品微生物学检验菌落总数测定》方法进行检验。

2.2 具体步骤

试验器材选用：无菌吸管、无菌锥形瓶等。

操作步骤：以无菌操作，将25mL样品加入到225mL灭菌生理盐水中，充分震摇，做成1：10的均匀稀释液，可以此方法在无菌操作下制备10倍递增的稀释液。选择2个适宜稀释度（液体样品可从原液开始选择），用无菌吸管吸取1mL加入到灭菌培养皿中，每个稀释度做两个平皿。每个培养皿中加入15～25mL45℃左右的平板计数琼脂培养基（PCA），混匀，待琼脂凝固后倒置，放入36±1℃培养箱中培养48±2h，取出做平板菌落计数，同时做空白对照。

2.3 建立数学模型

首先设菌落总数为Z，检验结果为X，则：Z=XCFU/mL。

3 不确定度的评估

饮用纯净水中菌落总数检验不确定度的主要因素来源于反复的测量。一般情况而言，实验时采用A类不确定度的统计方式来测量不确定度的评估。饮用纯净水菌落总数样品提取12份，采用A类不确定度的统计方法进行检验，其测试结果如表1。

采用贝塞尔公式计算12份饮用纯净水样品的标准差：

检验结果不确定度是：

扩展不确定度是：，取置信概率P=95%，n=12，查T分布表得：T=2.18，算计出扩展不确定度为U=2.18×0.066=0.1438，当检验结果以2次测量代数方程值的平均值示意时，其取值间隔集中分布于logX±0.1438区间内。

4 实验结果报告

本次实验中对培养基、盐水、试管、吸管做了相应的空白验证，以及对无菌室空气做了沉降验证试验，结果皆为零。由于影响测定结果不确定度的因素很多，所以采用重复性和再现性数据来评估不确定度比较适合。当选定置信概率P=95%时，相对扩展不确定度为U=0.1438，取值范围为logX±0.1438。

参考文献

[1]ISO/IEC17025：20051测试和校准实验室能力的通用要求[S].

[2]王娜.燃烧碘量法测定铁矿中硫含量的不确定度评估[J].新疆有色金属，2013（S2）：235-236

[3]范媛媛，王树祥，朱宇旌.食品菌落总数检验中不确定度的评估[J].中国卫生检验杂志，2007（2）：296-297.

[4]黄浩，侯俊玲.不确定度与误差的关系[J].中国科技信息，2005（15）：86-87.

[5]邱家美.生活饮用水菌落总数测定的不确定度评估[J].中国商界（上半月），2009（05）：60-61.

[6]王利艳.饮用纯净水微生物检验中菌落总数的不确定度评估[J].中国保健营养，2013（3）：1554.

[7]黑芝麻糊样品菌落总数测定值不确定度评估[J].职业与健康，2007（23）：2154-2155.

不确定度的评估第11篇

1 实验方法

按照《化妆品安全技术规范》 (2015年版) 镉的测定方法中5.2.1“湿式消解法”对样品进行处理。按照《化妆品安全技术规范》 (2015年版) 镉的测定方法中5.1“标准溶液的制备”, 配制浓度为0mg/L、0.10mg/L、0.20mg/L、0.40mg/L、0.60mg/L、0.80mg/L、1.00mg/L的镉标准系列溶液。按仪器操作程序, 将仪器的分析条件调至最佳状态。 (波长:228.8nm;狭缝:0.7nm;灯电流:10m A;背景校正:氘灯扣背景;干燥温度:120℃;灰化温度:350℃;原子化温度:2000℃。读数方式:峰面积。) 测定标准溶液以及样品溶液, 得出线性回归方程并技术样品中镉的含量。

2 不确定度的分量的分析与计算

2.1 称量样品引入的相对不确定度

电子天平的线性不确定度和称量重复性。试验用电子天平证书出具的线性分量为±0.2mg, 实验中样品称样量为:1.0g。该分量属于均匀分布, 标准不确定度:, 相对不确定度:Urel (1) =0.00012/1.0=0.00012。

2.2 样品消化溶液定容引入的相对不确定度

2.3 工作曲线拟合及测定引起的不确定度

用原子吸收光谱测定上述镉标准系列溶液得吸光度值, 每个浓度测2次。0mg/L、0.10mg/L、0.20mg/L、0.40mg/L、0.60mg/L、0.80mg/L、1.00mg/L的镉标准系列溶液的测得吸光度均值 (A) 分别为:0.0005、0.0340、0.0815、0.1595、0.2315、0.3040、0.3780。拟合后得回归方程:A=0.3787C+0.0021 (R2=0.9992) 。

2.4 镉标准溶液及配制引入的相对不确定度

镉元素标准物质证书给出的标准不确定度为2, 相对标准不确定度U (Cd) =2/1000=0.002。

配置标准使用液引入的不确定度, 主要来源于量器体积变化、刻度读取及温差变化三方面。

其不确定度分析:10ml移液管:

100ml容量瓶:

2.5 重复测定样品产生的相对不确定度

样品中镉含量测定浓度Co (mg/L) 分别为:0.01、0.01、0.00、0.00、0.00;C0=0.004mg/L实验标准偏差:

2.6 回收率引入的不确定度

《化妆品安全卫生规范》 (2015年版) 中湿式消解法的回收率范围在85.8%~101.3%。

3 合成标准不确定度及扩展不确定度

合成不确定度:

计算扩展不确定度U, 取置信水平95%, K=2, U=0.76%×2=1.52%%